مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان

مقاله پژوهشی

مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان

دوره 15، آذر 1395، 834-821

ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی
(PV-MSBS) در مادران دارای فرزند مبتلا به اختلال طیف اوتیسم

علیرضا محسنی اژیه[1]، امیر قمرانی[2]

دریافت مقاله: 9/3/95        ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 3/7/95      دریافت اصلاحیه از نویسنده: 2/9/95        پذیرش مقاله: 13/9/95

چکیده

زمینه و هدف: بی‌حوصلگی یک پدیده روان‌شناختی است که عوارض متعددی به دنبال دارد. مادران دارای فرزند مبتلا به اختلال طیف اوتیسم ((ASD به خاطر ویژگی‌های خاص کودک، در شرایطی هستند که احتمال ابتلای به این پدیده را دارند. بنابراین، سنجش این متغیر به‌عنوان اولین گام جهت درمان، ضرورت دارد. پژوهش حاضر با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD انجام گرفت.

مواد و روش‌ها: مطالعه حاضر از نوع مقطعی و اعتبارسنجی بود که در سال 1394 در شهر اصفهان انجام پذیرفت. جامعه آماری پژوهش، مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان بود. نمونه‌های پژوهش، شامل 150 نفر بودند که به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. پس از بررسی روایی محتوایی MSBS-PV، از همبستگی نمره‌ها با نمره کل و همبستگی خرده‌مقیاس‌ها استفاده شد. برای تعیین ساختار عاملی مقیاس، تحلیل عاملی اکتشافی مورد استفاده قرار گرفت. روایی ملاکی از نوع مقایسه مادران دارای فرزند با و بدون ASD بود. برای تعیین همسانی درونیِ MSBS-PV، از ضریب آلفای کرونباخ و برابر تعیین پایایی از روش باز‌آزمایی استفاده شد.

یافته‌ها: حداقل و حداکثر نسبت روایی محتوایی (CVR) برابر با 8/0 و 1 و شاخص روایی محتوایی (CVI) برابر با 93/0 برآورد گردید. همه گویه‌ها با نمره کل و خرده‌مقیاس‌ها با یکدیگر همبستگی مثبت و معنی‌داری داشتند. نتایج تحلیل عاملی نشان داد که مقیاس از 5 عامل تشکیل‌شده که در مجموع 72/67% از واریانس مقیاس را تبیین می‌کند. همچنین، بین میانگین MSBS-PV در دو گروه مادران دارای فرزند با و بدون ASD تفاوت معنی‌داری وجود داشت (001/0P˂). ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسش‌نامه برابر با 92/0 و ضریب باز‌آزمایی برابر با 71/0 محاسبه گردید.

نتیجه‌گیری: MSBS-PV، از روایی و پایایی قابل قبولی برخوردار است و می‌تواند به‌عنوان ابزاری بالینی و پژوهشی، در خانواده‌های دارای فرزند مبتلا به ASD، مراقبان و سایر افرادی که به‌نوعی با بیماران سروکار دارند، مورد استفاده قرار گیرد.

واژه‌های کلیدی: مادران دارای فرزند مبتلا به ASD، بی‌حوصلگی، روایی، پایایی، MSBS-PV، اصفهان

مقدمه

بی‌حوصلگی (Boredom)، مفهومی است که تاکنون در گروه‌های مختلفی از افراد مورد بررسی قرار گرفته است. این گروه‌ها افرادی را شامل می‌شدند که به‌نوعی تحت شرایط دشوار و یکنواخت قرار داشتند. نقطه شروع مطالعه در مورد بی‌حوصلگی با مقاله Davies در سال 1926 با عنوان «تأثیرات جسمی و روانی یکنواختی در دنیای مدرن و صنعتی» آغاز شد. Davies، معتقد است که فرسودگی، انجام کارهای تکراری، افسردگی و وسواس عملی موجب ایجاد بی‌حوصلگی در فرد می‌شود [1]. Todman در تعریف بی‌حوصلگی بیان می‌دارد که یک حالت نارضایتی است که به محیطی که به‌طور نامناسبی چالش‌برانگیز و بی‌جذبه است، نسبت داده می‌شود [2]. Watt و Vodanovich بر این باورند که بی‌حوصلگی به‌عنوان یک حالت تنفر یا ناسازگاری با هر نوع تجربه تکراری مانند کار روزانه یا برخورد با افراد کسل‌کننده و ملال‌آور و بی‌قراری زیاد در شرایطی که رهایی از یکنواختی امکان‌پذیر نیست، تعریف می‌شود [3]. نتایج مطالعات مختلف نشان می‌دهد که بی‌حوصلگی پیامدهای مختلف دیگری مانند کاهش عملکرد شغلی [4]، اضطراب و افسردگی [5]، تنهایی، عدم تعامل اجتماعی و عملکرد ذهنی [6]، مشکلات خوردن [7]، عدم معناداری در زندگی [8]، پیشرفت تحصیلی [9] و استفاده از مواد مخدر [10] به همراه دارد.

بر اساس مطالعات انجام‌شده، شرایط مختلفی می‌تواند به بروز بی‌حوصلگی منجر شود [11]. در این بین، بی‌معنایی و بی‌هدفی در زندگی مهم‌ترین پیش‌بینی‌کننده روانی بی‌حوصلگی به شمار می‌رود [12]. Bargdill از طریق مصاحبه با افرادی که در زندگی‌شان بی‌حوصله هستند، پی برد که مشکلات هیجانی یک عنصر کلیدی برای بی‌حوصلگی در زندگی است. این بی‌تعادلی به دنبال چشم‌پوشی افراد از اهداف، رؤیاها و طرح‌های شخصی خود ایجاد می‌شود [13]. در این میان، مادران دارای فرزند مبتلا به اختلال طیف اوتیسم (Autism Spectrum Disorder; ASD) در چنان شرایط محیطی قرار دارند که ظرفیت بالایی برای ایجاد بی‌حوصلگی دارند. آنها به نسبت دیگر اعضای خانواده، بیشترین وظایف مراقبتی و آموزشی را به عهده دارند. هم‌چنین آنها به خواسته‌ها و تمایلات خود در زمینه داشتن یک فرزند عادی ناکام مانده‌اند و شاهد محدودیت‌های روزافزون کودکشان می‌باشند [14]. این موارد همه بر ایجاد و تشدید بی‌حوصلگی تأثیرگذار هستند؛ بنابراین ارزیابی آن در این گروه به‌منظور اهداف پژوهشی و درمانی از ضرورت بیشتری برخوردار است.

برای اندازه‌گیری بی‌حوصلگی مقیاس‌های مختلفی طراحی شده است که از جمله آنها می‌توان به مقیاس حساسیت به بی‌حوصلگی (Boredom Susceptibility Scale) [15]، مقیاس بی‌حوصلگی شغلی (Job Boredom Scale) [16]، پرسش‌نامه مقابله با بی‌حوصلگی (Boredom Coping Scale) [17]، آمادگی برای بی‌حوصلگی (Boredom Proneness Scale) [18]، مقیاس بی‌حوصلگی در اوقات فراغت (Leisure Boredom Scale) [19]، مقیاس بی‌حوصلگی در زمان‌های بیکاری (Free Time Boredom Scale) [20] و مقیاس بی‌حوصلگی جنسی (Sexual Boredom Scale) [21] اشاره کرد. برخی از این مقیاس‌ها، بی‌حوصلگی را به‌طورکلی اندازه‌گیری می‌کنند و برخی از آنها مانند مقیاس بی‌حوصلگی در زمان‌های بیکاری و مقیاس بی‌حوصلگی جنسی، بی‌حوصلگی را در یک بافت ویژه اندازه‌گیری می‌کنند. یکی از جدیدترین مقیاس‌هایی که در سال‌های اخیر در این زمینه طراحی و تدوین شده است، مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (Multidimensional State Boredom Scale: MSBS) است. این مقیاس توسط Fahlman و همکاران در سال 2011 طراحی شد که اولین و تنها مقیاس کامل اندازه‌گیری چندبعدی حالت بی‌حوصلگی است. این فرم 29 عبارت دارد و دارای پنج بعد یکنواختی (Disengagement)، انگیختگی بالا (High Arousal)، انگیختگی پایین (Low Arousal)، بی‌توجهی (Inattention) و درک زمان (Time Perception) است [22]. با وجود اینکه مدت‌زمانی کمی از طراحی این مقیاس می‌گذرد، پژوهش‌گران بسیاری در تحقیقات خود از این مقیاس برای سنجش چندبعدی بی‌حوصلگی استفاده کرده‌اند [26-23]. با توجه به اینکه در ایران تاکنون مقیاس MSBS ترجمه نشده بود و همچنین نظر به کاربرد وسیع این مقیاس در مطالعات قبلی و نقش مهم بی‌حوصلگی در آسیب‌شناسی روانی، پژوهش حاضر با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD انجام گرفت.

مواد و روش‌ها

پژوهش حاضر یک مطالعه مقطعی از نوع استانداردسازی و اعتبارسنجی است که در سال 1394 در شهر اصفهان انجام گرفت. نسخه اصلی مقیاس MSBS طبق دستورالعمل پروتکل بین‌المللی بومی‌سازی پرسش‌نامه‌های کیفیت زندگی (International Quality Of Life Assessment; IQOLA) مورد بررسی قرار گرفت [27]. به‌این‌ترتیب؛ ابتدا دو مترجم ایرانی که به دو زبان فارسی و انگلیسی تسلط کامل داشتند، دو ترجمه جداگانه از نسخه انگلیسی مقیاس MSBS به زبان فارسی به عمل آوردند (Forward Translate). سپس در جلسه‌ای با حضور مترجمان، از آنها خواسته شد که روی یک مقیاس 100 درجه‌ای به ‌دشواری ترجمه امتیاز دهند. امتیاز صفر نشانگر ترجمه آسان و امتیاز 100 نشانگر ترجمه بسیار مشکل است. یک نسخه فارسی اولیه از دو ترجمه فوق با در نظر گرفتن بهترین ترجمه موجود از هر آیتم توسط محققین این تحقیق به دست آمد. در مرحله بعد دو مترجم زبان انگلیسی که از محتوای پرسش‌نامه اولیه آگاهی نداشتد، نسخه نهایی تهیه‌شده را مجدداً به زبان انگلیسی ترجمه کردند (Backward Translate). پس از این مرحله، نسخه انگلیسی اصلی با نسخه انگلیسی حاصل از ترجمه متخصصین با یکدیگر از لحاظ وضوح ترجمه، عدم استفاده از لغات تخصصی، مطابقت با فرهنگ ایرانی و عدم تغییر مفاهیم موجود در نسخه اصلی مورد ارزیابی قرار گرفت. در نهایت، نسخه نهایی مقیاس پس از ویرایش ادبی توسط یکی از دانشجویان کارشناسی ارشد زبان و ادبیات فارسی، تهیه گردید.

جهت بررسی نسبت روایی محتوایی (Content Validity Ratio; CVR)، به آراء صاحب‌نظران (10 نفر که شامل 5 نفر از اعضای هیئت علمی گروه روان‌شناسی کودکان با نیازهای خاص در دانشگاه اصفهان، 4 نفر از دانشجویان دکتری روان‌شناسی دانشگاه اصفهان و یک درمانگر خانواده‌های دارای فرزند مبتلا به معلولیت) رجوع شد. بدین ترتیب از آنها خواسته شد با توجه به مرتبط بودن هر سؤال با مبنای نظری بی‌حوصلگی و مناسب بودن گویه‌ها، ضرورت وجود هر سؤال را به‌صورت یکی از گزینه‌های «1. ضرورتی ندارد»، «2. ضروری نیست ولی مفید است» و «3. ضروری است» درجه‌بندی کنند. بر این اساس، CVR برای هر سؤال بر اساس فرمول زیر محاسبه شد (ne تعداد متخصصانی است که به گزینه «ضروری» است پاسخ دادند و N تعداد کل متخصصان است).

سپس با استفاده از میانگین CVR، شاخص روایی محتوایی (Content Validity Index; CVI) کل پرسش‌نامه اندازه‌گیری شد [28]. در مرحله آخر، برای انتخاب حجم نمونه از دو ملاک استفاده شد. ملاک اول شامل میزان حجم نمونه بر اساس نوع روش تحقیق بود؛ در این راستا مشخص شده است که در پژوهش‌های توصیفی، نمونه‌ای به حجم حداقل 100 نفر ضرورت دارد [29]. در هنجاریابی آزمون‌ها حجم نمونه مطلوب 100 نفر یا بیشتر می‌باشد [30]. ملاک دوم برای انتخاب حجم نمونه در پژوهش حاضر استناد به حجم نمونه در پژوهش‌های مشابه در خصوص روایی و پایایی مقیاس در خارج از کشور بود. بر این اساس پژوهش Fahlman و همکاران [22] با حجم نمونه 75 نفر و Liu و همکاران [26] با حجم نمونه 172 نفر مورد توجه قرار گرفت. با توجه به این موضوع، در پژوهش حاضر با حداکثر امکان، حجم نمونه 150 نفر انتخاب شد. این 150 نفر، شامل مادرانی بودند که فرزند مبتلا به ASD داشتند که به‌صورت در دسترس از بین مراکز آموزشی و توان‌بخشی اوتیسم در شهر اصفهان انتخاب شدند. تشخیص ASD در فرزندان این مادران، قبلاً توسط روان‌پزشک تأیید شده بود. ASD یک اختلال عصبی رشدی پیچیده است که با معیارهایی نظیر نقص در ارتباط اجتماعی و رفتارها، علایق و فعالیت‌های کلیشه شناخته می‌شود [31]. سرانجام پرسش‌نامه‌ها در اختیار این 150 نفر قرار گرفت و از آنها درخواست شد که با توجه به شرایط خود، به‌صورت خودگزارش‌دهی به سؤالات پاسخ دهند. معیارهای ورود به مطالعه عبارت بودند از مادران دارای فرزند مبتلا به ASD، داشتن سواد کافی، عدم ابتلا به بیماری‌های روانی شدید و تمایل به همکاری در مطالعه. در ضمن معیارهای خروج از مطالعه، تکمیل پرسش‌نامه به‌طور ناقص و عدم تمایل به شرکت در مطالعه بود. برای اجرای این پژوهش، ابتدا هدف از اجرای تحقیق برای مادران شرح و رضایت آنها برای شرکت در ارزیابی‌ها جلب شد و به والدین شرکت‌کنندگان اطمینان داده شد که اطلاعات استخراج‌شده و نام آنها، به‌صورت محرمانه می‌‌باشد. سپس مشخصات هر یک از آزمودنی‌ها ثبت شد و ارزیابی از آنها به‌صورت انفرادی انجام گرفت. در کلیه مراحل انجام تحقیقات، ملاحظات اخلاقی رعایت شد. افرادی در مطالعه پذیرش شدند که علاقه و تمایل به شرکت در مطالعه را داشتند. ارزیابی‌ها و مصاحبه مربوطه ساده بوده و فاقد هرگونه ضرری برای فرد بود و هیچ‌گونه مخارج و هزینه‌ای برای شرکت‌کنندگان در برنداشت؛ درصورتی‌که در خلال جلسه ارزیابی و مصاحبه، فرد تمایلی برای ادامه همکاری نداشت، ممانعتی به عمل نمی‌آمد. مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS) در سال 2011 توسط Fahlman و همکاران و به‌منظور اندازه‌گیری حالت بی‌حوصلگی طراحی شده است. این فرم 29 عبارت دارد و دارای پنج بعد یکنواختی (گویه‌های 2، 7، 9، 10، 13، 17، 19، 22، 24 و 28)، انگیختگی بالا (گویه‌های 5، 12، 14، 21 و 27)، انگیختگی پایین (گویه‌های 3، 16، 20 و 23)، بی‌توجهی (گویه‌های 4، 8، 15، 25 و 29) و درک زمان (گویه‌های 1، 6، 11، 18 و 26) است. برای نمره‌گذاری، به هر سؤال امتیازاتی به‌صورت طیف لیکرت هفت‌درجه‌ای «کاملاً مخالفم (1)، مخالفم (2)، نسبتاً مخالفم (3)، احساسی ندارم (4)، نسبتاً موافقم (5)، موافقم (6) و کاملاً موافقم (7)» اختصاص داده شده است. مجموع امتیازات کسب‌شده توسط آزمودنی‌ها، میزان بی‌حوصلگی روانی که متحمل شده‌اند را به‌صورت تخمینی با دامنه نمراتی بین 29 تا 203 نشان می‌دهد که کسب نمره بالا در این پرسش‌نامه نشان‌دهنده بی‌حوصلگی روانی بیشتر در پاسخ‌دهنده است. این پرسش‌نامه توسط Fahlman و همکاران در سال 2011 بر روی 75 نفر که 84% (63 نفر) زن و 14% (12 نفر) مرد با میانگین سن 2/21 سال بودند، انجام شد که نتایج ضریب پایایی با ضریب آلفای کرونباخ برای پرسش‌نامه 96/0 و برای خرده آزمون‌های یکنواختی 95/0، انگیختگی بالا 86/0، انگیختگی پایین 85/0، بی‌توجهی 85/0 و درک زمان 58/0 به دست آمد [22].

تحلیل داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS و AMOS نسخه 22 صورت گرفت. به‌منظور تحلیل آمارهای توصیفی، از فراوانی و درصد استفاده شد. برای بررسی روایی محتوایی MSBS-PV، پس از نظرخواهی از صاحب‌نظران و متخصصان، از طریق بررسی نسبت روایی محتوایی (CVR) و شاخص روایی محتوایی (CVI) انجام گرفت. به‌منظور بررسی تحلیل مواد مقیاس که نوعی روایی محسوب می‌شود، از همبستگی نمره‌های هر سؤال با نمره کل و همبستگی خرده‌مقیاس‌ها استفاده شد. برای بررسی روایی سازه و تعیین ساختار عاملی مقیاس تحت بررسی، تحلیل عاملی اکتشافی (Exploratory factor analysis) به روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی (Principal Component Analysis) با چرخش واریمکس (Varimax rotation) انجام شد. در این تحلیل عوامل دارای ارزش‌های ویژه (Eigenvalues) بیشتر از 1 به‌عنوان عامل‌های اصلی در نظر گرفته شد. تحلیل عاملی تأییدی (Confirmatory factor analysis) نیز جهت بررسی برازش مقیاس به کار گرفته شد. جهت تحلیل آماری در بررسی روایی ملاکی، از نوع مقایسه گروه‌های 1) مادران دارای فرزند ASD (50=n) و 2) بدون ASD (50=n)، از آزمون تحلیل واریانس چندمتغیره (Multivariate analysis of variance: MANOVA) استفاده شد. لازم به ذکر است که مادران دارای فرزند بدون ASD از نظر سن، مقطع تحصیلی و جنسیت فرزند با گروه مادران دارای فرزند مبتلا به ASD، همتاسازی (match) شدند. همسانی درونی به شیوه محاسبه ضریب آلفای کرونباخ و پایایی به شیوه بازآزمایی (با فاصله دو هفته) مورد بررسی قرار گرفت. سطح معنی‌داری در آزمون‌ها، 05/0 در نظر گرفته شد.

نتایج

نمونه پژوهش شامل 150 نفر بود که از بین افراد شرکت‌کننده، 93 نفر (62%) دارای دیپلم یا زیر دیپلم، 44 نفر (3/29%) در مقطع کارشناسی و 13 نفر (6/8%) در مقطع کارشناسی ارشد و دکتری مشغول به تحصیل بودند. از نظر سن، 30 نفر (30%) از 25 تا 30 سال، 87 نفر (6/58%) از 31 تا 35 سال، 23 نفر از 36 تا 40 سال (3/15%) و 10 نفر از 41 تا 45 سال (6/6%) سن داشتند. میانگین و انحراف معیار سنی افراد نمونه 78/3 ± 12/31 سال بود. نتایج حاصل از بررسی نسبت روایی محتوایی (CVR) و شاخص روایی محتوایی (CVI)، در جدول 1 ارائه شده است. بر اساس نتایج جدول 1، حداقل و حداکثر CVR برابر با 8/0 و 1 می‌باشد. بر اساس جدول لاواشه (Lawshe) برای ارزیابی 10 متخصص، CVR بالاتر از 62/0 مورد نیاز است [32]. CVI نیز برابر با 91/0 برآورد گردید که مقدار قابل قبولی است. حداقل مقدار قابل‌قبول CVI برابر با 70/0 است [33]. نتایج حاصل از همبستگی گویه‌ها با نمره کل مقیاس، بیانگر آن است که همه گویه‌ها همبستگی مثبت و معنی‌داری با نمره کل دارند (جدول 1).

جدول 1- گویه‌ها، همبستگی با نمره کل، CVR و CVI نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان در سال 1394

جدول 2، همبستگی بین خرده‌مقیاس‌های MSBS-PV را نشان می‌دهد. نتایج بیانگر آن است که هر پنج خرده
مقیاس همبستگی مثبت و معنی‌داری با یکدیگر دارند.

جدول 2- ماتریس همبستگی خرده‌مقیاس‌های نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان در سال 1394

* معنی‌داری در سطح 01/0       ضریب همبستگی Pearson

تحلیل عاملی MSBS-PV، با روش تحلیل عاملی اکتشافی انجام شد. نتایج نشان می‌دهد که مقدار ضریب کفایت نمونه‌گیری (Kaiser-Meyer-Olkin: KMO) برای پژوهش حاضر برابر با 87/0 است که حاکی از کفایت حجم نمونه است؛ بنابراین حجم گروه نمونه برای این تحلیل کافی بوده است. آزمون Bartlett برابر با مقدار 74/1796 بود که در سطح 001/0 معنی‌دار است؛ نتایج نشان داد که اجرای تحلیل عاملی برای داده‌های به‌دست‌آمده قابل توجیه است. نتایج تحلیل عاملی تأیید MSBS-PV در جدول 3 گزارش شده است. تحلیل عاملی اکتشافی مقیاس با استفاده از روش مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریمکس انجام شد. ملاک استخراج عوامل، مقدار ویژه بالاتر از یک بود. نتایج حاصل از تحلیل عاملی حاکی از آن است که ارزش ویژه مربوط به تحلیل مؤلفه‌های اصلی در 5 مورد بالاتر از 1 است که این عوامل 72/67% از واریانس مقیاس را تبیین می‌کند.

جدول 3- تحلیل عوامل نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان در سال 1394

تحلیل عاملی اکتشافی

در ادامه، نتایج شاخص‌های نیکویی برازش بر اساس مدل 5 عاملی، محاسبه شد (جدول 4). با توجه به نتایج نسبت مجذور کای به درجه آزادی (chi-square/degrees of freedom; CMIN/DF)، شاخص نیکویی برازش (goodness of fit index; GFI) شاخص نیکویی برازش اصلاح‌شده (adjusted goodness of fit index; AGFI)، شاخص برازش هنجارشده (normed fit index; NFI)، شاخص برازش تطبیقی (comparative fit index; CFI)، شاخص برازش افزایشی (incremental fit index; IFI)، شاخص برازش مقتصد هنجار‌شده (parsimonious normed fit index; PNFI) و ریشه میانگین مجذورات خطای برآورد (root mean square error of approximation; RMSEA)، می‌توان نتیجه گرفت که مدل برآورد‌شده برای نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) از برازش مناسبی برخوردار است و به عبارتی، شاخص‌های کلی تأیید می‌کند که داده‌ها به‌خوبی از الگوی 5 عاملی حمایت می‌کند.

جدول 4- شاخص‌های کلی برازش نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان در سال 1394

تحلیل عاملی تأییدی

به‌منظور بررسی روایی ملاکی، تعداد 50 مادر دارای فرزند مبتلا به اختلال طیف اوتیسم به‌صورت تصادفی انتخاب و با 50 مادر دارای فرزند غیرمبتلا به اختلال طیف اوتیسم که با گروه اول همتاسازی شده بودند، به لحاظ بی‌حوصلگی و ابعاد آن مقایسه شدند. نتایج بیانگر آن است که بین این دو گروه در هر پنج خرده‌مقیاس و نمره کل، تفاوت معنی‌داری وجود دارد (جدول 5) و مادر دارای فرزند مبتلا به اختلال طیف اوتیسم نمره بالاتری در زمینه بی‌حوصلگی و ابعاد آن کسب کردند.

جدول 5- نتایج تحلیل واریانس چندمتغیره برای مقایسه مادران دارای فرزند با و بدون ASD در شهر اصفهان در سال 1394

تحلیل واریانس چند متغیره، 05/0p˂ اختلاف معنی‌دار

برای ارزیابی همسانی درونی مقیاس از ضریب آلفای کرونباخ و به‌منظور ارزیابی پایایی، از روش بازآزمایی (به مدت دو هفته) استفاده شد (جدول 6). نتایج بیانگر آن بود که ضریب آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌ها در دامنه 86/0 الی 92/0 و ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس برابر با 92/0 است. ضریب باز‌آزمایی نیز برای خرده‌مقیاس‌ها در دامنه 60/0 الی 76/0 قرار داشت و ضریب باز‌آزمایی کل مقیاس برابر با 71/0 به دست آمد.

جدول 6- ضرایب آلفای کرونباخ و باز‌آزمایی نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان در سال 1394

* معنی‌داری در سطح 01/0p<

بحث

پژوهش حاضر با هدف بررسی روایی و پایایی نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV) در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD انجام گرفت. این مطالعه بر روی 150 نفر از مادران دارای فرزند مبتلا به ASD در شهر اصفهان انجام شد و بر اساس یافته‌های حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌ها، به نظر می‌رسد نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی
(MSBS-PV) از روایی و پایایی قابل قبولی برخوردار باشد.

جهت بررسی روایی محتوایی MSBS-PV از روش Lawshe استفاده شد. یکی از مزیت‌های این روش، این است که روایی محتوایی را به‌صورت کمّی اندازه‌گیری می‌کند [34]. Polit و همکاران با مقایسه روش‌های مختلف تعیین روایی محتوا نشان دادند که محاسبه CVR نسبت به دیگر روش‌ها، از مزایای بیشتری برخوردار است؛ به‌طوری‌که سادگی و قابل‌فهم بودن این روش از مهم‌ترین مزایای آن محسوب می‌شود [35]. میانگین CVR‌های به‌دست‌آمده از نظرات کارشناسان (همان CVI) در مطالعه حاضر برابر با 93/0 بود. کسب این نتیجه بیانگر روایی محتوای بالای مقیاس حاضر است. مطالعات قبلی [22، 25، 26] که به بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی MSBS پرداخته بودند، هیچ‌کدام از یک روش کمّی (مانند استفاده از CVR) برای بررسی روایی محتوایی استفاده نکرده بودند و از این نظر، مطالعه حاضر برتری و دقت بیشتری نسبت به مطالعات قبلی دارد.

همبستگی بالای بین گویه‌های مقیاس با نمره کل و بین خرده‌مقیاس‌ها در این پژوهش، بیانگر همسانی درونی مربوطه است. به‌عبارت‌دیگر، این نتایج نمایانگر این حقیقت است که هر گزینه در مجموع گزینه‌های مربوطه، مناسب بوده است و گویه‌ها، به ارزیابی و بررسی یک ساختار مشترک می‌پردازند که تأییدکننده روایی ساختاری مقیاس MSBS-PV می‌باشد. این نتایج همسو با نسخه اصلی مقیاس [22] است. همچنین، نتیجه تحلیل عاملی و قرار گرفتن هر سؤال در زیر عامل مربوط به خود، نشان‌دهنده این است که سازه موردنظر با دقت اندازه‌گیری می‌شود. Alda و همکاران بر این باورند که نتایج به‌دست‌آمده از نظر تحلیل عاملی مقیاس و قرار گرفتن هر سؤال زیر خرده‌مقیاس آن در کشور اسپانیا، به این دلیل است که تدوین این مقیاس بر اساس یک رویکرد روش‌شناختی و دقیق صورت گرفته است [25]. نتایج پژوهش حاضر از این نظر همسو با نسخه اصلی مقیاس [22] و نسخه اجراشده در کشور چین [26] و اسپانیا [25] است.

هم‌چنین، نتایج آزمون MANOVA بیانگر آن بود که بین گروه مادران دارای فرزند با و بدون ASD، تفاوت معنی‌داری وجود دارد. نتایج این قسمت از پژوهش حاضر قابلیت MSBS-PV در تمایز‌گذاری بین این دو گروه را نشان می‌دهد. با وجود اینکه تاکنون، مطالعه‌ای به بررسی و مقایسه حالت بی‌حوصلگی در مادران دارای فرزند با و بدون ASD نپرداخته است، اما این نتایج به‌طور غیرمستقیم با طیف وسیعی از مطالعات در پیشینه مربوط به والدین دارای فرزند ASD مرتبط است. Volkmar و Pauls معتقدند که حدود ۸۵% از کودکان دارای ASD به سبب محدودیت‌های شناختی یا انطباقی، توانایی محدودی برای زندگی مستقل دارند و این مسئله موجب شده است که والدین در طول دوره زندگی خود زمان بسیاری را به رفع نیازهای فرزندشان اختصاص دهند [36]. استرس پایداری که داشتن دارای ASD بر والدین تحمیل می‌کند، ممکن است ادراک مراقبان را از فرزند‌پروری تغییر دهد و خوش‌بینی آنها را به آینده خود و نیز آینده فرزندشان بکاهد [37] و همه این عوامل، زمینه را برای ابتلای به بی‌حوصلگی فراهم می‌کند.

از طرفی، تکرارپذیری یا قابلیت اعتماد نمرات به‌دست‌آمده از یک ابزار سنجش، همواره از مهم‌ترین ویژگی‌های آن ابزار است که کاربرد مطمئن آن را در محیط بالینی و پژوهشی امکان‌پذیر می‌سازد. در این راستا، ضریب آلفای کرونباخ، آماره‌ای شناخته‌شده برای ارزیابی پایایی و همسانی درونی یک ابزار اندازه‌گیری است و پژوهش‌گران متعددی در دنیا، از این شیوه برای بررسی همسانی درونی استفاده می‌کنند. در این راستا، ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش حاضر برای MSBS-PV برابر با 92/0 برآورد شد که این مقدار، بیانگر همسانی درونی قابل‌قبول MSBS-PV در کشور ایران است و این نتایج نیز همسو با پژوهش‌های پیشین است. ضریب آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده در نسخه اصلی MSBS [25] برابر با 95/0 و در نسخه اسپانیایی [28] برابر با 89/0 برآورد شده است. هم‌چنین نتایج حاصل از بررسی پایایی به شیوه بازآزمایی نیز حکایت از تکرارپذیری MSBS-PV دارد.

پژوهش حاضر از این نقطه‌نظر که از طریق بررسی و تأیید ویژگی‌های روان‌سنجی MSBS-PV، توانست مفاهیم سنجش متغیر بی‌حوصلگی را در جامعه ایرانی عملیاتی کند، حائز اهمیت است. اهمیت دیگر این پژوهش، با عطف نظر به مفاهیم خرده‌مقیاس‌های MSBS-PV آشکار می‌گردد؛ مفاهیم نظری MSBS-PV بیانگر آن است که بی‌حوصلگی، یک تجربه بد از میل برآورده‌نشده از شرکت در یک فعالیت رضایت‌بخش است (خرده‌مقیاس یکنواختی). از نظر انگیختگی، تجربیات فردی نشانگر آن است که فرد بی‌حوصله، آشفته همراه با انگیختگی بالا و / یا بی‌حال، همراه با انگیختگی کم است (خرده‌مقیاس انگیختی بالا و پایین). از نظر شناختی، فرد بی‌حوصله، تجربه عدم گذر زمان را دارد (خرده‌مقیاس درک زمان) و قادر به تمرکز توجه خود نیست (خرده‌مقیاس بی‌توجهی). با ارزیابی بی‌حوصلگی در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD، پرستاران و مراقبان (به دلیل دشواری‌های شغل) و کلیه افرادی که با افراد ناتوان و دارای بیماری‌های روانی سروکار دارند)، زمینه برای تشخیص و تدوین مداخلات درمانی در این زمینه فراهم می‌شود [22].

از محدودیت‌های پژوهش حاضر می‌توان به محدود بودن جامعه آماری اشاره کرد که تعمیم‌پذیری نتایج به سایر جمعیت‌های آماری به‌خصوص جمعیت‌های بالینی را با محدودیت مواجه می‌سازد. ضرورت دارد که برای این MSBS-PV در محیط‌های مختلف و در جوامع مختلف اعتباریابی صورت گیرد تا بتوان از آن به‌صورت مطمئن‌تری استفاده نمود. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، به متخصصان حوزه توان‌بخشی، روان‌شناسان و روان‌پزشکان پیشنهاد می‌شود، با اندازه‌گیری بی‌حوصلگی در گروه‌های مختلف (به‌ویژه در مادران دارای فرزند مبتلا به ASD) و کلیه مراقبان و پرستارانی که به نحوی با بیماران سروکار دارند و اقدام برای تدوین، اجرا و بررسی نتایج مداخلات درمانی، زمینه‌های لازم برای بهبود را فراهم آورند و بدین طریق، در راه کاهش هزینه‌های خانواده و جامعه مفید واقع شوند. ازاین‌رو، جهت پایه‌ریزی اصولی و هدفمند مداخلات درمانی، به‌کارگیری MSBS-PV به‌عنوان ابزاری استاندارد جهت سنجش بی‌حوصلگی به همه درمانگران و پژوهشگران توصیه می‌شود.

نتیجه‌گیری

در مجموع، نتایج حاصل از این پژوهش مؤید آن است که نسخه فارسی مقیاس چندبعدی حالت بی‌حوصلگی (MSBS-PV)، از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است و می‌توان از آن در گروه‌های مختلف (به‌ویژه در مراقبان، پرستاران و افرادی که به نحوی با بیماران سروکار دارند)، به سنجش و اندازه‌گیری این مفهوم به‌منظور اهداف پژوهشی و درمانی پرداخت.

تشکر و قدردانی

بدین‌وسیله از کلیه اساتید که در زمینه بررسی روایی محتوایی مقیاس و نیز از کلیه مادرانی که به‌عنوان شرکت‌کننده در این پژوهش مشارکت داشتند، قدردانی می‌شود.

References

1. Davies AH. Discussion on the physical and mental effects of monotony in modern industry. BMJ 1926; 2(3427): 472-9.
2. Todman M. Boredom and psychotic disorders: cognitive and motivational issues. Psychiatry 2003; 66(2): 146-67.
3. Watt JD, Vodanovich SJ. Boredom proneness and psychosocial development. J of psycho 1999; 133(3): 303-14.
4. Watt JD, Hargis MB. Boredom proneness: Its relationship with subjective underemployment, perceived organizational support, and job performance. JBP 2010; 25(1): 163-74.
5. Song X-y, Zhu L-j, Qin J, Li Y-b. On the relationship of college students' anxiety, depression and boredom. GZNU 2011; 3: 23-28.
6. Conroy RM, Golden J, Jeffares I, O'Neill D, McGee H. Boredom-proneness, loneliness, social engagement and depression and their association with cognitive function in older people: a population study. Psychol, health & med 2010; 15(4): 463-73.
7. Koball AM, Meers MR, Storfer-Isser A, Domoff SE, Musher-Eizenman DR. Eating when bored: revision of the emotional eating scale with a focus on boredom. Health Psychol 2012; 31(4): 521-4.
8. Wijnand AP, Eric R. On boredom: Lack of challenge and meaning as distinct boredom experiences. Motiv Emot 2012; 36(2): 181-94.
9. Pekrun R, Hall NC, Goetz T, Perry RP. Boredom and academic achievement: Testing a model of reciprocal causation. J Educ Psychol 2014; 106(3): 696-710.
10. LePera N. Relationships between boredom proneness, mindfulness, anxiety, depression, and substance use. New School Psychol Bull 2011; 8(2): 15-25.
11. Mann S, Robinson A. Boredom in the lecture theatre: an investigation into the contributors, moderators and outcomes of boredom amongst university students. BERJ 2009; 35(2): 243-58.
12. Fahlman SA, Mercer KB, Gaskovski P, Eastwood AE, Eastwood JD. Does a lack of life meaning cause boredom? Results from psychometric, longitudinal, and experimental analyses. J Soc Clin Psychol 2009; 28(3): 307-11.
13. Bargdill RW. A phenomenological investigation of being with life. Psychol Rep 2000; 86: 493-4.
14. Smith LE, Hong J, Seltzer MM, Greenberg JS, Almeida DM, Bishop SL. Daily experiences among mothers of adolescents and adults with autism spectrum disorder. JADD 2010; 40(2): 167-78.
15. Zuckerman M, Eysenck SB, Eysenck HJ. Sensation seeking in England and America: cross-cultural, age, and sex comparisons. J Consult Clin Psychol 1978; 46(1): 139-49.
16. Grubb EA. Assembly line boredom and individual differences in recreation participation. Journal of Leisure Research 1975; 7(4): 256-66.
17. Hamilton JA, Haier RJ, Buchsbaum MS. Intrinsic enjoyment and boredom coping scales: Validation with personality, evoked potential and attention measures. Pers Individ Dif 1984; 5(2): 183-93.
18. Vodanovich SJ, Kass SJ. A factor analytic study of the boredom proneness scale. J Pers Assess 1990; 55(1-2): 115-23.
19. Iso-Ahola SE, Weissinger E. Perceptions of boredom in leisure: Conceptualization, reliability and validity of the leisure boredom scale. J Leis Res 1990; 22(1): 1-17.
20. Ragheb MG, Merydith SP. Development and validation of a multidimensional scale measuring free time boredom. Leis Stud 2001; 20(1): 41-59.
21. Watt JD, Ewing JE. Toward the development and validation of a measure of sexual boredom. J Sex Res 1996; 33(1): 57-66.
22. Fahlman SA, Mercer-Lynn KB, Flora DB, Eastwood JD. Development and validation of the multidimensional state boredom scale. Assess 2011: 20(1): 68-85.
23. Ng AH, Liu Y, Chen J-z, Eastwood JD. Culture and state boredom: A comparison between European Canadians and Chinese. Pers Individ Dif 2015; 75: 13-8.
24. Baratta PL, Spence JR. A riddle, wrapped in a mystery, inside an enigma… or just multidimensional? Testing the multidimensional structure of boredom. New Ways of Studying Emotions in Organizations. Res on Emo in Org 2015: 11: 139-72.
25. Alda M, Minguez J, Montero-Marin J, Gili M, Puebla-Guedea M, Herrera-Mercadal P, et al. Validation of the Spanish version of the Multidimensional State Boredom Scale (MSBS). Health Qual Life Outcomes 2015; 13(1): 1-7.
26. Liu Y, Chen J-z, Jiang M, Xu H-y. The Chinese Version of the Multidimensional State Boredom Scale (MSBS): It’s Applicability in Chinese College Students. J Clin Psychol 2013; 4: 15-25.
27. Aaronson NK, Acquadro C, Alonso J, Apolone G, Bucquet D, Bullinger M, et al. International quality of life assessment (IQOLA) project. Quality of life research 1992; 1(5): 349-51.
28. Lawshe CH. A quantitative approach to content validity. Perso Psychol 1975; 28(4): 563-75.
29. Delavar A. Reaserch method in Psychology and Education. Tehran: Roshd pub 2000; pp: 65-71. [Farsi]
30. Saraee H. Introduction on sampling in research. Tehran: Samt publish. 1997; pp: 34-7. [Farsi]
31. American Psychological Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders (DSM-5®): American Psychiatric Pub; 2013.
32. Hall DE, Lynn JM, Altieri J. Inter-intrajudge reliability of the stuttering severity instrument. J Fluency Disord 1987; 12(3): 167-73.
33. Delshad MH, Hidarnia A, Niknam S. Psychometric measure continuous variables preventive behaviors of hepatitis B virus infection in health care workers. J Mazandaran Univ Med Sci 2014; 23(109): 41-8. [Farsi]
34. Mahmoodi F, Zarifiyan T, Kazemi Y, SimaShirazi T. Cultural adaptation and validation of the Persian version of the children's communication checklist- second edition (CCC-2). J Res Rehabil Sci 2014; 10(2): 281-91. [Farsi]
35. Polit DF, Beck CT, Owen SV. Is the CVI an acceptable indicator of content validity? appraisal and recommendations. Res Nurs Health 2007; 30(4): 459-67.
36. Volkmar F R, Pauls D. Autism. The Lancet 2003; 362: 1133–41.
37. Aali Sh, Aim yazdi SA, Abdkhodae M, Ghanaee A, Moharari F. developmental function of families with autism spectrum disorder children compared with families with healthy children. JMUMS 1(134): 32-41. [Farsi]